王佳友，何秀榮

（中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)影響因素的比較分析

王佳友，何秀榮

（中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

基于宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，利用我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整方程和誤差修正模型，分析我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的長(zhǎng)期及短期影響因素，探討各影響因素對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的作用機(jī)制。結(jié)果表明，1981-2012年城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量分別由4.8 kg和1.9 kg增長(zhǎng)到9.1 kg和6.9 kg，城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)與人均收入水平存在明顯的相關(guān)性。其中，人均收入水平對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油人均消費(fèi)量的短期影響程度最大，且農(nóng)村居民的需求收入彈性大于城鎮(zhèn)居民；食用植物油價(jià)格對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響效應(yīng)存在顯著差異；健康信息還未對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向影響；消費(fèi)習(xí)慣對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)均產(chǎn)生正向影響，但城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)慣性大于農(nóng)村居民。城鎮(zhèn)居民對(duì)食用植物油人均消費(fèi)短期變動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)節(jié)力度較強(qiáng)；從長(zhǎng)期來看，促進(jìn)農(nóng)村食用植物油消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展必須依靠增加農(nóng)村居民的收入水平來實(shí)現(xiàn)。關(guān)鍵詞：食用植物油；城鄉(xiāng)居民；消費(fèi)；協(xié)整方程；誤差修正模型

王佳友，何秀榮. 我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)影響因素的比較分析［J］. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究， 2016， 37（5）: 932-938.

Wang J Y， He X R. Comparative analysis of the influencing factors of vegetable oil consumption by urban and rural residents in China［J］. Research of Agricultural Modernization， 2016， 37（5）: 932-938.

在一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程中，隨著居民收入的增長(zhǎng)和生活水平的提高，必然會(huì)擴(kuò)大對(duì)脂肪攝入的需求。食用植物油是膳食必需營養(yǎng)素之一，也是人體脂肪獲取的重要來源，所以，食用植物油是居民重要的生活必需品，與人民生活密切相關(guān)，而且其消費(fèi)水平已成為衡量一個(gè)國家居民生活水平高低的重要標(biāo)志，并在國家食物安全中占有重要的地位。

回顧歷史，20世紀(jì)90年代之前，國內(nèi)食用油脂供給長(zhǎng)期處于低水平的供求基本平衡狀態(tài)。20世紀(jì)90年代以來，伴隨著居民生活水平的提高和油料、油脂市場(chǎng)的放開，我國食用植物油消費(fèi)進(jìn)入了快速增長(zhǎng)時(shí)期。2013年全國食用植物油人均消費(fèi)量已達(dá)24 kg，比1990年增加了17 kg，增幅超過260%。盡管我國食用植物油人均消費(fèi)水平在快速增長(zhǎng)，但城鄉(xiāng)間消費(fèi)水平卻是極不平衡的。2012年我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的食用植物油人均消費(fèi)量分別為9.1 kg和6.9 kg，農(nóng)村居民的食用植物油人均消費(fèi)僅為城鎮(zhèn)居民的75%。究竟是什么因素導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民食用植物油人均消費(fèi)量存在一定差距？主要因素分別有哪些？這些因素是如何作用于城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的？如何縮小城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)水平之間的差距？這些問題已成為我國食用植物油產(chǎn)業(yè)面臨的重要問題，其答案可以作為植物油產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的制定和執(zhí)行依據(jù)。

在對(duì)我國食用植物油消費(fèi)影響因素的研究中，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為收入水平、城市化水平、產(chǎn)品價(jià)格是影響食用植物油消費(fèi)最主要的因素［1-2］。除此以外，一些文獻(xiàn)報(bào)道了健康信息［3-4］、貿(mào)易政策［5-6］、消費(fèi)者偏好［7］對(duì)我國食用植物油消費(fèi)的影響。但國內(nèi)外以城鄉(xiāng)視角分析我國食用植物油消費(fèi)的研究尚不多。有學(xué)者對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的現(xiàn)狀進(jìn)行了相關(guān)分析和描述統(tǒng)計(jì)后指出，我國的農(nóng)村人均植物油消費(fèi)明顯低于城鎮(zhèn)人均植物油的消費(fèi)［8］，城市食用植物油消費(fèi)增速要快于農(nóng)村食用植物油［9］。還有學(xué)者針對(duì)影響城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的因素進(jìn)行了相關(guān)研究，如彭可茂等［10］認(rèn)為價(jià)格因素在城鄉(xiāng)居民食用植物油購買中所占的作用逐漸減小，城鄉(xiāng)居民考慮更多的因素是收入效應(yīng)、替代效應(yīng)和健康考慮等。王恩胡和李錄堂［11］則認(rèn)為目前城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)仍有一定差距可能是由于飲食習(xí)慣等原因引起的。另外，有學(xué)者還對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油未來消費(fèi)趨勢(shì)進(jìn)行了預(yù)測(cè)，如李文娟［12］認(rèn)為隨著油料生產(chǎn)的發(fā)展和人民生活水平的提高，農(nóng)村人口的消費(fèi)水平將有較大提高，而且其提高速度快于城市，食用植物油消費(fèi)水平的差異將會(huì)逐步縮小。

基于以上文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)雖然有學(xué)者對(duì)我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的影響因素和未來發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行了相關(guān)分析，但基本都是基于對(duì)現(xiàn)象的統(tǒng)計(jì)性描述后得出的結(jié)論，而極少有以城鄉(xiāng)視角較為全面地實(shí)證對(duì)比分析我國居民食用植物油消費(fèi)的影響因素及其具體作用機(jī)制的研究。鑒于此，本文基于宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，利用1981-2012年我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整方程和誤差修正模型對(duì)我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的長(zhǎng)期及短期影響因素展開實(shí)證分析，并探討各影響因素對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的作用機(jī)制，為我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)潛力的準(zhǔn)確把握和相關(guān)政策的制定提供理論參考及依據(jù)。

1　居民食用植物油消費(fèi)影響因素的理論分析

1.1居民收入

根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的消費(fèi)函數(shù)理論，收入被認(rèn)為是決定消費(fèi)水平的最根本因素。凱恩斯的絕對(duì)收入假說、杜森貝利的相對(duì)收入假說、莫迪利安尼和布倫貝格的生命周期假說以及弗里德曼的持久收入假說等西方消費(fèi)理論都系統(tǒng)刻畫了收入對(duì)消費(fèi)的影響，從不同角度闡述了收入決定消費(fèi)的關(guān)系。但據(jù)恩格爾定律，還應(yīng)考慮食物消費(fèi)的飽和狀態(tài)。當(dāng)收入水平較高時(shí)，居民達(dá)到一定富足階段，食物消費(fèi)增長(zhǎng)趨緩甚至穩(wěn)定。因此，據(jù)消費(fèi)函數(shù)理論，隨著我國居民收入的持續(xù)增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)也將保持持續(xù)增長(zhǎng)，但是否臨近恩格爾定律下的飽和狀態(tài)則需要實(shí)證分析的檢驗(yàn)。

1.2價(jià)格水平

根據(jù)需求理論可知，在其他條件不變的情況下，一種商品的需求量與其本身價(jià)格之間成反方向變動(dòng)，這一價(jià)格效應(yīng)即為收入效應(yīng)。由此可知，價(jià)格水平是影響居民消費(fèi)的一個(gè)重要因素。食用植物油屬于人們?nèi)粘Ｉ钪械谋匦杵?，根?jù)需求彈性理論中必需品受價(jià)格影響較小的論點(diǎn)，價(jià)格對(duì)食用植物油消費(fèi)整體的影響較小，但是對(duì)于不同收入群體來說影響程度會(huì)存在一定的差異。對(duì)于城鎮(zhèn)居民來說，其收入較高且來源較為廣泛，除工資性收入外，資產(chǎn)性收入和經(jīng)營性收入也在其收入水平中占據(jù)較大比重，因而城鎮(zhèn)居民對(duì)食用植物油價(jià)格變動(dòng)所帶來的收入承受能力較強(qiáng)，價(jià)格的消費(fèi)影響較小；對(duì)于農(nóng)村居民來說，其收入較低且來源主要以經(jīng)營性收入和社會(huì)保障收入為主，而且這些收入往往滯后于價(jià)格水平的變動(dòng)，因此食用植物油價(jià)格變動(dòng)對(duì)其消費(fèi)的影響較大。

1.3消費(fèi)習(xí)慣

生命周期和持久收入假說認(rèn)為，在一個(gè)既定時(shí)期，個(gè)人消費(fèi)不是由當(dāng)期的收入決定的，而是由其整個(gè)一生的收入，即持久性收入決定的，預(yù)期收入和消費(fèi)的變動(dòng)都是可預(yù)測(cè)的。隨機(jī)游走假說認(rèn)為，若消費(fèi)者關(guān)于持久性收入的預(yù)期是理性的，則當(dāng)期持久收入的最佳預(yù)期為前期消費(fèi)，因此當(dāng)期消費(fèi)僅與前期消費(fèi)有關(guān)，其它任何變量（前期收入、當(dāng)期收入或收入的變化）對(duì)消費(fèi)沒有影響。前期消費(fèi)可以看作為消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣。消費(fèi)習(xí)慣的大小與家庭的富裕程度有關(guān)，越富有的家庭，其消費(fèi)習(xí)慣形成特征就越強(qiáng)［13］。根據(jù)以上觀點(diǎn)，由于我國城鎮(zhèn)居民的收入普遍高于農(nóng)村居民，因此其食用植物油消費(fèi)受消費(fèi)習(xí)慣的影響更大。

1.4健康信息

蘭卡斯特特性理論（Lancaster’s characteristic model）認(rèn)為，消費(fèi)商品的過程，是一個(gè)從商品獲得某種使用（或服務(wù)）的過程，消費(fèi)者購買商品的目的，是為了獲得這些商品的使用價(jià)值（或服務(wù)），而不是商品本身。因此，營養(yǎng)可以歸因?yàn)闃?gòu)成食物的物質(zhì)或特征，而有關(guān)提倡合理膳食、改善個(gè)體和人群的消費(fèi)模式來改善營養(yǎng)狀況、減少與膳食有關(guān)疾病的營養(yǎng)信息可以改變消費(fèi)者的食物消費(fèi)行為，促進(jìn)合理膳食［14］。一些學(xué)者提出了倡導(dǎo)“安全營養(yǎng)、健康消費(fèi)”的食用植物油均衡消費(fèi)的理念［15］，原因在于脂肪酸是食用植物油的主要成分，其組成和配比很大程度上決定了食用植物油的營養(yǎng)價(jià)值。大量研究認(rèn)為，飽和脂肪酸攝入量與心血管疾病風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)，而我國居民消費(fèi)的主要食用植物油品種，諸如大豆油、花生油、棕櫚油和菜籽油都含有一定比例的飽和脂肪酸［16］。另外，我國居民消費(fèi)的食用植物油中均不同程度含有膽固醇［17］，而膽固醇水平太高會(huì)增加心血管疾病發(fā)生的概率［18］。因此，諸如脂肪酸和膽固醇等與食用植物油消費(fèi)相關(guān)的營養(yǎng)健康信息將影響消費(fèi)者的食用植物油消費(fèi)行為。

以上的相關(guān)性理論分析結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)可能與居民收入、價(jià)格水平、消費(fèi)習(xí)慣以及健康信息等因素有關(guān)。但是，單因素分析沒有控制其它因素的影響，無法將不同因素對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的影響分離出來。因此，本文建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，系統(tǒng)估計(jì)不同因素對(duì)我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的影響。采用城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的協(xié)整方程和誤差修正模型來探討在長(zhǎng)期和短期中不同因素對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的作用?？紤]到采用的變量數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性，對(duì)各變量分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以驗(yàn)證各變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性，若為平穩(wěn)序列，則進(jìn)一步檢驗(yàn)這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系以建立協(xié)整方程，并在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上引入誤差項(xiàng)，建立誤差修正模型。

2　研究方法

2.1數(shù)據(jù)來源

我國城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量數(shù)據(jù)來源于《中國城市（鎮(zhèn)）生活與價(jià)格年鑒》、《中國價(jià)格及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；城鎮(zhèn)、農(nóng)村食用植物油零售價(jià)格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民食用植物油健康信息指數(shù)數(shù)據(jù)來源于MEDLINE數(shù)據(jù)庫以及中國醫(yī)院知識(shí)總庫數(shù)據(jù)庫。另外，結(jié)合我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村的實(shí)際情況和數(shù)據(jù)資料的可獲性，本文選取的時(shí)間跨度為1981-2012年。

2.2模型構(gòu)建

建立城鄉(xiāng)居民食用植物油人均消費(fèi)與相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的函數(shù)關(guān)系是我國食用植物油城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究的首要任務(wù)?？紤]上一部分對(duì)我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)影響因素的理論分析，并借鑒國內(nèi)外已有的研究成果，本研究試圖建立一個(gè)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的時(shí)間序列函數(shù)，其形式為：

式中：Y1t、Y2t分別代表我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量；G1t表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，G2t表示農(nóng)村居民人均純收入，分別用以1978年為基期的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整；P1t、P2t分別代表城鎮(zhèn)、農(nóng)村食用植物油的價(jià)格水平，分別用城鎮(zhèn)、農(nóng)村食用植物油零售價(jià)格指數(shù)表示，均以1978年為基期的零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整；H1t、H2t分別為城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民所獲取的健康信息。

本文根據(jù)我國食用植物油消費(fèi)的實(shí)際情況，借鑒Brown和Schrader［19］構(gòu)造的膽固醇信息指數(shù)（Cholesterol Information Index）作為消費(fèi)者健康信息替代變量的做法，嘗試構(gòu)造我國食用植物油健康信息指數(shù)代表消費(fèi)者獲取的食用植物油相關(guān)的健康信息。具體方法如下：在美國國立醫(yī)學(xué)圖書館（MEDLINE）數(shù)據(jù)庫中通過標(biāo)題和摘要搜索包含有關(guān)鍵詞（fat or cholesterol），（heart disease or arteriosclerosis or stroke）和（China or Chinese）的英文文章；在中國醫(yī)院知識(shí)總庫（CHKD）數(shù)據(jù)庫中通過標(biāo)題、關(guān)鍵詞和摘要搜索包含有關(guān)鍵詞（油脂、膽固醇）和（心臟病、動(dòng)脈硬化、中風(fēng)）的中文文章。通過對(duì)以上兩類數(shù)據(jù)庫中所搜索到的各年文章數(shù)量進(jìn)行加總，得出每年的食用植物油消費(fèi)健康信息指數(shù)。另外，考慮到消費(fèi)者信息獲取的滯后性以及信息存在的時(shí)效性，把前5年加總的食用植物油信息指數(shù)作為滯后一年的食用植物油健康信息指數(shù)。另外，由于城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民獲取信息的便利性存在異質(zhì)性，對(duì)該解釋變量作以下處理：H1t=2H2t。

2.3單位根檢驗(yàn)

若時(shí)間序列變量為非平穩(wěn)序列，對(duì)它們進(jìn)行回歸就有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。而在宏觀經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域的實(shí)證分析中，多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量都是非平穩(wěn)的，如收入、消費(fèi)、價(jià)格水平等。為了確?；貧w結(jié)果的真實(shí)性，首先要對(duì)時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這一過程被稱為單位根檢驗(yàn)［20］。本研究將使用ADF（Augmented Dickey-Filler）法來檢驗(yàn)所有變量的平穩(wěn)性。

2.4協(xié)整檢驗(yàn)

若各變量對(duì)數(shù)字序列的長(zhǎng)期趨勢(shì)均具有一階平穩(wěn)性，但是各變量之間若存在不平穩(wěn)性仍不能直接進(jìn)行回歸分析。因此，需要對(duì)各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。若各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則表明它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，雖然在短期內(nèi)各變量可能會(huì)暫時(shí)偏離這種均衡，但是它們隨著時(shí)間的推移將逐漸回歸到長(zhǎng)期的均衡關(guān)系［20］。若ADF檢驗(yàn)結(jié)果中顯示各變量都是一階單整的，則符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析所要求各變量具有同階單整性的前提條件。本文將選擇Johansen方法對(duì)各變量的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，該方法適用于對(duì)多變量協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。

2.5城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)協(xié)整方程的建立

若通過ADF檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)量與各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，則本文建立的回歸模型將不存在偽回歸問題，可建立城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的協(xié)整方程：

2.6城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)誤差修正模型的建立

根據(jù)協(xié)整理論，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以用誤差修正模型（ECM）對(duì)其短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡進(jìn)行直接描述［21］。若能證明各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則殘差序列e1t、e2t應(yīng)具有平穩(wěn)性。運(yùn)用E-G兩步法對(duì)e1t和e2t分別作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若殘差序列e1t和e2t為平穩(wěn)序列，可以分別建立城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民食用植物油消費(fèi)的誤差修正模型來揭示各變量之間的短期關(guān)系以及長(zhǎng)期與短期之間的修正關(guān)系。

根據(jù)Hendry從一般到特殊的建模方法，本研究首先選定滯后一期變量和誤差修正項(xiàng)，初始模型設(shè)定為：

式中：ecm1（t-1）和ecm2（t-1）稱為誤差修正項(xiàng)，分別表示回歸方程中滯后一期的回歸殘差，代表前一期被解釋變量對(duì)長(zhǎng)期均衡水平的偏離，φ1和φ2稱為修正系數(shù)，分別代表被解釋變量lnY1t和 lnY2t對(duì)誤差的調(diào)整速度。其它解釋變量前的估計(jì)參數(shù)均為短期參數(shù)，代表變量之間的短期調(diào)整關(guān)系；而回歸方程中解釋變量的估計(jì)參數(shù)均為長(zhǎng)期參數(shù)，表示變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這種長(zhǎng)期和短期參數(shù)的明確劃分，使得其同時(shí)綜合了變量之間長(zhǎng)期均衡狀態(tài)和短期波動(dòng)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，是一種強(qiáng)有力的經(jīng)濟(jì)分析和預(yù)測(cè)工具。

需要特別指出的是，滯后一期因變量lnY1（t-1）和lnY2（t-1）恰好能夠分別代表城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民食用植物油的消費(fèi)習(xí)慣，而它們的參數(shù)能夠說明短期中消費(fèi)習(xí)慣的變化對(duì)食用植物油消費(fèi)水平帶來的影響，這也是本文選擇誤差修正模型的原因之一。

3　結(jié)果與分析

3.1單位根與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分析

ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，各變量的水平時(shí)間序列由于存在單位根均不能拒絕零假設(shè)（表1），即它們是非平穩(wěn)的；對(duì)它們進(jìn)行一階差分后發(fā)現(xiàn)，各變量的一階差分序列在5%的顯著性水平下都能拒絕零假設(shè)，即為平穩(wěn)序列。因此，以上檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量的水平時(shí)間序列均為一階單整序列。

通過上述的趨勢(shì)性分析表明，各變量對(duì)數(shù)字序列的長(zhǎng)期趨勢(shì)均具有一階平穩(wěn)性，因此它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。Johansen檢驗(yàn)結(jié)果表明，在城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民食用植物油消費(fèi)模型中，各變量之間分別均至多存在2個(gè)和1個(gè)協(xié)整關(guān)系，即兩個(gè)模型中各變量之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.2城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的長(zhǎng)期影響因素分析

通過協(xié)整檢驗(yàn)可知，在城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)模型中，人均收入、食用植物油價(jià)格、健康信息及食用植物油人均消費(fèi)量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的協(xié)整方程為：

從協(xié)整方程可以看出，各解釋變量系數(shù)在協(xié)整方程中表現(xiàn)出不同的彈性，并且個(gè)別解釋變量系數(shù)符號(hào)在協(xié)整方程中也呈現(xiàn)出不一致的方向，表明各解釋變量對(duì)城鄉(xiāng)食用植物油人均消費(fèi)量的影響程度和方向存在一定的差異。

1）我國城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)的長(zhǎng)期影響因素。我國城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、食用植物油價(jià)格水平、健康信息之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡穩(wěn)定關(guān)系。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)食用植物油人均消費(fèi)量影響方向?yàn)樨?fù)，而統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，1981-2012年城鎮(zhèn)居民可支配收入從446元增長(zhǎng)到3 942元，年均增長(zhǎng)率為7.3%；與此同時(shí)，城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量由4.8 kg增長(zhǎng)到9.1 kg，年均增長(zhǎng)率為2.1%，城鎮(zhèn)居民可支配收入與食用植物油消費(fèi)呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)性。產(chǎn)生這種不一致的主要原因可能是城鎮(zhèn)居民收入水平整體上較高，食用植物油消費(fèi)已達(dá)到飽和階段，消費(fèi)趨于穩(wěn)定或緩慢增長(zhǎng)；并且食用植物油對(duì)于城鎮(zhèn)居民來說已屬于一種低檔消費(fèi)品，城鎮(zhèn)居民不會(huì)因?yàn)槭杖氲脑鲩L(zhǎng)而增加食用植物油的消費(fèi)量。

表1　我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)模型變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果Table 1　ADF test results of the vegetable oil consumption model of urban and rural residents in China

城鎮(zhèn)食用植物油價(jià)格水平與食用植物油人均消費(fèi)量是負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明由于我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和食用植物油城鎮(zhèn)市場(chǎng)價(jià)格的不斷提高，城鎮(zhèn)消費(fèi)者收入增長(zhǎng)速度慢于食用植物油物價(jià)上漲速度，從而使得食用植物油人均消費(fèi)水平與價(jià)格水平呈反向變化。

城鎮(zhèn)居民食用植物油健康信息指數(shù)與城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量變動(dòng)方向相同，與預(yù)期符號(hào)相反。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是城鎮(zhèn)居民還并未足夠意識(shí)到食用植物油消費(fèi)對(duì)于健康的影響，食用植物油健康信息還不足以使城鎮(zhèn)居民降低食用植物油的消費(fèi)水平。

2）我國農(nóng)村居民食用植物油消費(fèi)的長(zhǎng)期影響因素。1981-2012年我國農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量與農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村食用植物油價(jià)格水平、健康信息之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡穩(wěn)定關(guān)系。農(nóng)村居民人均純收入對(duì)其食用植物油人均消費(fèi)量的彈性為0.38，這表明農(nóng)村居民收入水平還相對(duì)較低，食用植物油對(duì)農(nóng)村居民來說仍是一種生活必需品。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1981-2012年我國農(nóng)村居民人均純收入從149元增長(zhǎng)到1 572元，年均增長(zhǎng)率為7.9%；與此同時(shí)，農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量由1.9 kg增長(zhǎng)到6.9 kg，年均增長(zhǎng)率為4.3%。可見，模型分析結(jié)果體現(xiàn)了與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的一致性。同時(shí)，從模型回歸結(jié)果中能夠看出，在各解釋變量中，農(nóng)村居民人均純收入對(duì)其食用植物人均消費(fèi)量的影響最大，這說明人均純收入是影響農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量最重要的因素。

農(nóng)村食用植物油價(jià)格水平對(duì)農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量的彈性為0.26，說明二者呈同方向變動(dòng)。這個(gè)結(jié)果表明由于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村食用植物油市場(chǎng)價(jià)格的不斷提高，農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的速度要快于食用植物油物價(jià)上漲的速度，從而使得食用植物油消費(fèi)量與其價(jià)格水平呈同向變化。同時(shí)，這也證明食用植物油作為一種生活必需品，對(duì)農(nóng)村居民的需求彈性很小，即使食用植物油的價(jià)格不斷上漲，其消費(fèi)仍將進(jìn)行，從而可能導(dǎo)致“強(qiáng)迫消費(fèi)”效應(yīng)的產(chǎn)生。

農(nóng)村居民食用植物油健康信息指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量的彈性僅為0.04，說明農(nóng)村居民獲取的食用植物油相關(guān)的健康信息對(duì)其食用植物油消費(fèi)量未產(chǎn)生明顯的影響。這同時(shí)表明食用植物油作為一種生活必需品，對(duì)于農(nóng)村居民來說，在食用植物油消費(fèi)時(shí)還未重點(diǎn)考慮健康因素。

3.3城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的短期影響因素分析

通過對(duì)各系數(shù)的t檢驗(yàn)，逐步剔除不顯著的變量，得到最終誤差修正模型的具體參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表2。根據(jù)以上參數(shù)估計(jì)結(jié)果，可以分別得出城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的誤差修正模型為：

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的誤差修正模型中各項(xiàng)系數(shù)都通過了10%水平以下的顯著性檢驗(yàn)，DW值均在2左右，說明兩個(gè)模型均不存在序列相關(guān)性。ecm1（t-1）與ecm2（t-1）的系數(shù)均為負(fù)值，符合反向修正的原理，表明各變量之間的短期調(diào)整關(guān)系將隨著時(shí)間的推移最終回歸到長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2　我國城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)誤差修正模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果Table 2　Estimate results of the ECM model for the vegetable oil consumption of urban and rural residents

1）我國城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)的短期影響因素。短期中城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)水平主要受城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量滯后一期值，即消費(fèi)習(xí)慣的影響。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的系數(shù)為0.16，通過了顯著性水平為10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說明短期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變動(dòng)將會(huì)引起食用植物油人均消費(fèi)量同方向的變動(dòng)。該參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民的人均食用植物油消費(fèi)量會(huì)隨著收入水平的提高而增長(zhǎng)，增加城鎮(zhèn)居民的收入水平能夠擴(kuò)大其食用植物油的即期消費(fèi)。

城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)習(xí)慣變量在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，其系數(shù)為0.56。這說明在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量受其消費(fèi)習(xí)慣的影響較大，消費(fèi)水平較為穩(wěn)定。

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.72，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明解釋變量的增加導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)短期變動(dòng)偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度較大，而且城鎮(zhèn)居民食用植物油人均消費(fèi)量和解釋變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身調(diào)節(jié)能力較強(qiáng)，其調(diào)整力度為72%。

2）我國農(nóng)村居民食用植物油消費(fèi)的短期影響因素。短期中農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)水平主要受農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量滯后一期值，即消費(fèi)習(xí)慣的影響。農(nóng)村居民人均純收入變量通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)為0.20，大于城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)誤差修正模型中的對(duì)應(yīng)系數(shù)，說明在短期中，農(nóng)村居民的食用植物油需求收入彈性與城市居民相比較大，農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量更易受其收入水平的影響，食用植物油對(duì)于農(nóng)村居民來說更具生活必需品的性質(zhì)。

農(nóng)村居民食用植物油消費(fèi)習(xí)慣變量通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，其系數(shù)為0.37，小于城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)習(xí)慣變量的回歸系數(shù)，說明與城鎮(zhèn)居民相比，短期內(nèi)農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量受其消費(fèi)習(xí)慣影響較小，消費(fèi)水平的穩(wěn)定性較低。

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.31，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。與城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)誤差修正模型中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)相比，其解釋變量的增加導(dǎo)致農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)短期變動(dòng)偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度較小，而且農(nóng)村居民食用植物油人均消費(fèi)量和解釋變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身調(diào)節(jié)能力較弱，調(diào)整力度僅為31%，不及城鎮(zhèn)調(diào)整力度的一半。

4　結(jié)論

協(xié)整分析表明，人均收入、食用植物油價(jià)格、健康信息與城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)調(diào)關(guān)系，即它們之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。從系數(shù)的大小可以看出，長(zhǎng)期而言，農(nóng)村居民人均純收入是影響其食用植物油消費(fèi)最重要的因素；食用植物油價(jià)格對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響效應(yīng)存在顯著差異，其自價(jià)格彈性對(duì)城鎮(zhèn)居民為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民為正；食用植物油健康信息指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民食用植物油消費(fèi)產(chǎn)生正向影響。

在誤差修正模型中，根據(jù)各個(gè)差分項(xiàng)反映變量短期波動(dòng)的影響可知，從短期來看，在影響城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)因素中，人均收入水平對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)的影響程度最大，且農(nóng)村居民具有更大的需求收入彈性；食用植物油消費(fèi)習(xí)慣對(duì)城鄉(xiāng)居民食用植物油消費(fèi)均產(chǎn)生正向影響，但城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)慣性大于農(nóng)村居民；城鎮(zhèn)居民對(duì)食用植物油人均消費(fèi)短期變動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)節(jié)力度較強(qiáng)，其食用植物油市場(chǎng)的發(fā)展較農(nóng)村更為成熟。

對(duì)于農(nóng)村居民而言，無論在長(zhǎng)期或短期中，食用植物油消費(fèi)的需求收入彈性均為正，且長(zhǎng)期彈性大于短期彈性，這表明食用植物油對(duì)農(nóng)村居民來說仍為一種生活必需品，食用植物油的消費(fèi)目前仍主要由收入決定。因此，從長(zhǎng)期來看，若要促進(jìn)農(nóng)村居民食用植物油消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展，必須依靠增加農(nóng)村居民的收入水平，僅靠一些刺激消費(fèi)的短期政策是無效的，不會(huì)影響食用植物油人均消費(fèi)和收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

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（責(zé)任編輯：童成立）

Comparative analysis of the influencing factors of vegetable oil consumption by urban and rural residents in China

WANG Jia-you， HE Xiu-rong
（College of Economics and Management， China Agricultural University， Beijing 100083， China）

Based on macroeconomics theories and the consumption data of vegetable oil by both urban and rural residents， and applying the co-integration equation and the ECM model， this paper empirically examined the long and short term influencing factors and the mechanism of the consumption of vegetable oil by both urban and rural residents in China. Results show that: 1） from 1981-2012， per capita consumption of vegetable oil increased from 4.8 kg to 9.1 kg for urban residents and from 1.9 kg to 6.9 kg for rural residents； 2） there was a positive correlation between vegetable oil consumption and per capita income， with the largest impacts on the consumption of vegetable oil by income in the short run and the income elasticity of demand of rural residents is bigger than that of urban residents； 3） vegetable oil price has significant different influences on rural and urban residents， while the health information does not have any significant negative influences； and 4） consumption habits have positive influences on consumption for both urban and rural residents with a greater consumption propensity for urban residents than for rural residents. In addition， the strength of adjustment of urban residents to the short term change of vegetable oil consumption deviating from the longterm equilibrium is stronger. In the long run， it must rely on increasing the income level of rural residents to promote the development of rural vegetable oil consumer market.

vegetable oil； urban and rural residents； consumption； co-integration equation； ECM model

Monitoring Project of the Ministry of Agriculture in 2015.

WANG Jia-you， E-mail: jiayou1214@163.com.

6 May， 2016；Accepted 23 July， 2016

F014.5

A

1000-0275（2016）05-0932-07

10.13872/j.1000-0275.2016.0093

2015年農(nóng)業(yè)部監(jiān)測(cè)項(xiàng)目“油料作物市場(chǎng)、貿(mào)易及產(chǎn)業(yè)政策研究”。

王佳友（1986-），女，湖南長(zhǎng)沙人，博士研究生，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究，E-mail: jiayou1214@163.com；何秀榮（1957-），男，浙江杭州人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究，E-mail: hexr@cau.edu.cn。

2016-05-06，接受日期：2016-07-23